Misst gut, ist gut? - Journal of business and media psychology

Journal of Business and Media Psychology (2012) 3, Heft 1, 22-29, verfügbar unter: www.journal-bmp.de
ZUSAMMENFASSUNG
Misst gut, ist gut? Vergleich eines abstrakten
und eines berufsbezogenen Matrizentests
Nils Benit & Renate Soellner
Universität Hildesheim
Obwohl Intelligenztests berufliche Erfolgsindikatoren valide vorherzusagen vermögen (Kramer, 2009; Schmidt & Hunter, 1998), werden sie in
deutschen Unternehmen u.a. aufgrund geringer Akzeptanz selten eingesetzt (Schuler, Hell, Trapmann, Schaar & Boramir, 2007). Die vorliegen-
de Studie untersucht, ob die Akzeptanz eines Matrizentests allein durch eine berufsbezogene Symbolgestaltung erhöht werden kann und der
Test trotzdem testtheoretischen Gütekriterien genügt. Der BOMAT (Hossiep, Turck & Hasella, 2001), ein valider aber abstrakter Matrizentest,
wird mit dem BBM, einem für Forschungszwecke entwickelten Matrizentest mit berufsbezogenen Symbolen, kontrastiert. Beide Verfahren er-
wiesen sich in der vorliegenden Stichprobe (N = 360) als reliabel und valide, insbesondere hinsichtlich hoher retrospektiver Validitäten mit den
Kriterien Abiturnote (rBOMAT = -.45; rBBM = -.43) und Bachelornote (rBOMAT = -.41; rBBM = -.39). Hohe Korrelationen beider Verfahren untereinan-
der sowie mit dem IST-2000R und niedrige Korrelationen mit dem NEO-FFI sprechen für Konstruktvalidität. Die berufsbezogene Gestaltung
erwies sich der abstrakten Gestaltung bei gleichwertiger Messqualität, Kontrollierbarkeit und Belastungsfreiheit (AKZEPT!-L: Kersting, 2008)
hinsichtlich der Augenscheinvalidität als überlegen.
Schlüsselbegriffe: Akzeptanz, Matrizentest, Intelligenztest, berufliche Augenscheinvalidität, Validität
1 Intelligenztests in der Personalauswahl
Intelligenztests stellen in US-amerikanischen und anderen
europäischen Unternehmen etablierte Instrumente zur
Personalauswahl dar. Allerdings werden sie in deutschen
Unternehmen vergleichsweise selten eingesetzt (Ryan,
McFarland, Baron & Page, 1999). Seit Jahrzehnten liegt
die Einsatzhäufigkeit bei ca. 30% (Göhs & Dick, 2001;
Sackmann & Elbe, 2000; Schuler, Frier & Kauffmann,
1993; Schuler, Hell, Trapmann, Schaar & Boramir, 2007).
Dieser stabile Befund verwundert, da mittlerweile in Metaanalysen
übereinstimmend gezeigt werden konnte, dass
Intelligenz einen überaus validen Prädiktor für Erfolgsindikatoren
von Ausbildung und Beruf darstellt.
Metaanalytische Befunde hierzu stammten in den letzten
drei Dekaden überwiegend aus den USA (Hunter & Hunter,
1984; Schmidt & Hunter, 1998). Seit diesem Jahrtausend
ist jedoch eine zunehmende Forschungsaktivität
auch in Deutschland und anderen europäischen Ländern
erkennbar (Hülsheger, Maier, Stumpp & Muck, 2006;
Kramer, 2009; Salgado & Anderson, 2003). Somit kann
die geringe Anwendungshäufigkeit von Intelligenztests in
deutschen Unternehmen grundsätzlich nicht auf eine unzureichende
oder länderunspezifische Befundlage zurückgeführt
werden (vgl. Ackermann, 1994; Borman, Penner,
Allen & Motowidlo, 2001; Salgado, Anderson, Moscoso,
Bertua & de Fruyt, 2003). Ebenfalls existieren in Deutschland
diverse Testverfahren zur Messung der Intelligenz,
die im Rahmen von Berufseignungsprozessen erprobt
wurden (vgl. Hülsheger, Maier, Stumpp & Muck, 2006;
Sarges & Wottawa, 2004). Ein quantitativer Mangel an
Intelligenztests scheint demnach auch nicht für die ver-
gleichsweise geringe Einsatzhäufigkeit verantwortlich zu
sein. Allerdings unterscheiden sich die Verfahren hinsichtlich
der zugrunde liegenden Theorie von Intelligenz, ihrer
Ökonomie, Qualität, beruflicher Augenscheinvalidität und
Akzeptanz (Hell, 2003; Kersting, 2008).
In der wissenschaftlichen Debatte wird u. a. die Akzeptanz
als mögliche Ursache für die geringe Anwendungshäufigkeit
von Intelligenztests in der Unternehmenspraxis angeführt
(König, Klehe, Berchtold & Kleinmann, 2010; Schuler
et al., 2007). Während Einstellungsinterviews oder Assessment
Center von Organisationen und Bewerbern als hoch
akzeptiert bewertet und häufig als Auswahlverfahren eingesetzt
werden, wird Intelligenztests lediglich eine geringe
Akzeptanz attestiert (Anderson & Witvliet, 2008; Hausknecht,
Day & Thomas, 2004; Hell, Boramir, Schaar &
Schuler, 2006; König et al., 2010; Schuler et al., 2007;
Steiner & Gilliland, 1996).
Die Thematik Akzeptanz von Auswahlverfahren und damit
verbundene Bewerberreaktionen erfuhr in den vergangenen
Jahren ein zunehmendes Forschungsinteresse (Anderson,
2004; Ryan & Huth, 2008), welches in zahlreichen
Forschungsarbeiten mündete (vgl. Hülsheger & Anderson,
2009). Bereits in den 1990er Jahren wurden tragfähige
Akzeptanz-Konzepte im internationalen und deutschsprachigen
Raum vorgestellt (Gilliland, 1993; Schuler, 1990).
Gilliland (1993) differenziert in seinem „Model of Applicants`
Reaction to Employment Selection Systems“ zwischen
der Wahrnehmung der Auswahlsituation und der
Wahrnehmung der Auswahlentscheidung und erarbeitete
zehn Regeln, die bei Missachtung zur Reduzierung der
Akzeptanz gegenüber dem Auswahlverfahren führen kön-
Journal of Business and Media Psychology (JBMP) l ISSN 2191-5814

nen. Auch Schuler (1990; Schuler & Stehle, 1983) akzentuiert
im „Konzept der sozialen Validität“ insbesondere die
Interaktion zwischen Bewerbern und Organisationsvertretern.
Ryan und Ployhart (2000) präsentieren ein heuristisches
Modell in Anlehnung an Gilliland, differenzieren
zwischen vier Bewerber-Wahrnehmung-Prozessen (applicant
perceptions of the procedure/process itself, of one’s
affective and cognitive state during the process, of the
procedure’s outcome, of the selection process in general)
und berücksichtigten zusätzlich die Vorerfahrung der Bewerber
sowie potentielle Moderatoren zwischen den Vorerfahrungen
und der Bewerberwahrnehmung. In jüngerer
Vergangenheit findet insbesondere das erweiterte Modell
von Hausknecht et al. (2004) starke Beachtung. Im Rahmen
ihrer umfassenden Metaanalyse integrierten sie zusätzlich
in die bestehenden Ansätze die zwei Faktoren
Prüfungsangst (test anxiety) und Prüfungsmotivation (test
motivation).
Aus Organisationssicht erscheinen akzeptierte Auswahlverfahren
besonders lohnenswert, da eine wenig akzeptierende
Haltung und Wahrnehmung der Bewerber gegenüber
dem Testverfahren dazu führen kann, dass Bewerber
das Organisationsansehen abwerten oder ein Stellenangebot
ablehnen (Hausknecht et al., 2004). Neben negativen
Auswirkungen auf das Unternehmensimage (Ryan &
Ployhart, 2000) oder auf das Arbeitsverhalten der eingestellten
Bewerber (Gilliland, 1993) werden Widerstände
von Betriebsräten sowie die Debatte um die Rechtmäßigkeit
des Einsatzes von Intelligenztests zu eignungsdiagnostischen
Zwecken (Hülsheger & Maier, 2008) als bedeutsame
Gründe für den geringen Einsatz von Intelligenztests
in deutschen Unternehmen angeführt. Weitere
Befürchtungen sind, dass Bewerber, die sich im Auswahlprozess
benachteiligt oder diskriminiert behandelt fühlen,
rechtliche Schritte einleiten oder schlimmstenfalls die
Medien involvieren können (Anderson, 2011).
Die Akzeptanz eines Verfahrens wird zudem stark durch
seine berufliche Augenscheinvalidität beeinflusst. Schuler
(2000) akzentuiert diesbezüglich, dass die berufliche Augenscheinvalidität
lediglich ein Aspekt sozialer Validität sei
und somit nicht den Hauptgütekriterien angehöre, allerdings
in ihrer Bedeutung nicht zu unterschätzen sei. „Augenscheinvalidität
ist somit ein relationaler Begriff, der die
Wahrnehmung des Verfahrens mit der Wahrnehmung der
diagnostischen Fragestellung verbindet. Ein Test hat nicht
eine Augenscheinvalidität, sondern für verschiedene
(wahrgenommene) Anwendungszwecke verschiedene
Augenscheinvaliditäten“ (Kersting, 2008, S. 424).
Eine geringe berufliche Augenscheinvalidität kann zum
einen aus einer abstrakten und kontextfernen Gestaltung
der Testverfahren sowie zum anderen aus dem für Bewerber
und Organisationsgremien nicht eindeutig erkennbaren
Bezug zu den Arbeitsanforderungen des Arbeitsplatzes
resultieren (Eleftheriou & Robertson, 1999). Damit einher
geht häufig eine wenig akzeptierende Haltung und Wahrnehmung
gegenüber dem Testverfahren (Hausknecht et
al., 2004). Smither, Reilly, Millsap, Pearlman und Stoffey
(1993) konnten zeigen, dass die wahrgenommene Augenscheinvalidität
der Aufgaben positiv mit der Testleistung
korrelierte. Auch Chan, Schmitt, Deshon, Clause und Delbridge
(1997) unterstrichen in einem längsschnittlichen
Nils Benit & Renate Soellner
Design den Zusammenhang zwischen beruflicher Augenscheinvalidität
eines Intelligenztests und der Testmotivation,
die sich wiederum positiv auf die Testleistung auswirkte.
Zusätzlich konnte gezeigt werden, dass eine arbeitsspezifische
Testmaterialdarbietung auch zu einem Validitätsanstieg
beitragen kann (Schmit, Ryan, Stierwalt &
Powell, 1995; vgl. auch Bing, Whanger, Davison & Van
Hook, 2004; Hunthausen, Truxillo, Bauer & Hammer,
2003; Lievens, De Corte & Schollaert, 2008). In diesem
Zusammenhang ist seit längerer Zeit die Forderung nach
mehr wissenschaftlich fundierten Testverfahren mit hoher
beruflicher Augenscheinvalidität und direktem Anforderungsbezug
zu beobachten (vgl. Hülsheger & Maier, 2008;
Kramer, 2009), verbunden mit der Hoffnung, dass diese
dann auch in deutschen Unternehmen vermehrt Einzug
finden.
Intelligenztests mit hoher beruflicher Augenscheinvalidität
und direktem Anforderungsbezug stellen nach Kersting
(2006, 2008) eher die Ausnahme als die Regel auf dem
intransparenten Testmarkt dar. Jüngere Publikationen
unterstreichen vermehrt die wissenschaftlichen Bemühungen,
fundierte Intelligenztests mit hoher Augenscheinvalidität
zu konstruieren und validieren (vgl. Analytischer
Test: Ostapczuk, Musch & Lieberei, 2011; Reasoning Ability
at Work Test: Krumm, Hüffmeier, Dietz, Findeisen &
Dries, 2011). Ob diese Verfahren aber auch tatsächlich
ihren Weg in die Unternehmenspraxis finden werden,
bleibt abzuwarten.
2 Untersuchungsvorhaben
Ein Intelligenztest, der explizit für den Einsatzbereich der
Eignungsdiagnostik und Personalentwicklung konstruiert
wurde, ist der BOMAT – advanced – short version (Hossiep,
Turck & Hasella, 2001). Der BOMAT entspricht in
seiner Form einem Matrizentest und zielt auf die Erfassung
der Allgemeinintelligenz ab. Der BOMAT wurde als
sprachfreies Instrument entwickelt, dient der Erfassung
der Intelligenzkapazität im höheren Leistungsbereich im
Sinne des Spearmanschen „g-Faktors“ (Spearman, 1904)
und erwies sich als hinreichend objektives, reliables sowie
valides Instrument (vgl. Hossiep, Turck & Hasella, 2004).
Die berufliche Augenscheinvalidität des BOMAT ist allerdings
aufgrund seiner abstrakten und kontextfernen Gestaltung
als gering zu bezeichnen. Seine Akzeptanz wurde
bisher lediglich über Mittelwertsunterschiede nach verschiedenen
Kriterien wie Geschlecht und Muttersprache
empirisch überprüft.
Ziel der vorliegenden Studie war es zu untersuchen, ob
sich bereits eine kontext- bzw. berufsspezifische Symbolgestaltung
in Matrizentests positiv auf die Akzeptanzeinschätzung
auswirkt. Hierfür wurde die Akzeptanz und
psychometrische Güte des BOMAT im Vergleich zu einem
eigens entwickelten berufsbezogenen Matrizentest (BBM)
überprüft, der auf der Grundlage der Testaufgaben des
BOMAT neu entwickelt wurde. Während der BOMAT sich
aus schwarz-weißen geometrischen Figuren zusammensetzt,
besteht der BBM aus berufsbezogenen Symbolen
aus der Automobil-Branche mit unterschiedlichen Farbausprägungen.
Eine Beispielmatrize aus dem BBM, die in
Anlehnung an den BOMAT konstruiert wurde, kann Abbildung
1 entnommen werden. Für die Konstruktion des BBM
23

wurde eine repräsentative Auswahl von Items aus beiden
Parallelversionen des BOMAT getroffen, die sowohl das
Spektrum unterschiedlicher Schwierigkeitsindizes abdeckte
als auch eine zufriedenstellende Trennschärfe laut
Testmanual aufwies. Einige Aufgabenformate aus dem
BOMAT (z.B.: „Sukzessives Folgen“) konnten nicht adäquat
in ein berufsbezogenes Design überführt werden. Da
hohe Akzeptanzwerte alleine noch keinen reliablen und
validen Test ausmachen, wurden beide Instrumente sowohl
testtheoretisch (Reliabilität, Validität) als auch hinsichtlich
ihrer Akzeptanz überprüft.
Beantwortet werden sollte, ob der erstmals zu Forschungszwecken
eingesetzte BBM durch eine berufsbezogene
Symbolgestaltung eine höhere Akzeptanz im Vergleich
zum BOMAT erzielen und dessen ungeachtet eine
ebenfalls zufriedenstellende psychometrische Güte aufweisen
kann. Anders formuliert stellten wir uns die Fragen,
ob der BBM gut misst (also ein reliables und valides Testverfahren
darstellt) und aus Sicht der Probanden auch gut
ist (also akzeptiert wird).
Abb. 1: Kontrastierung der Symbole im BBM und BOMAT
3 Methode
3.1 Material
3.1.1 Bochumer Matrizentest
Der Bochumer Matrizentest – advanced – short version
(Hossiep et al., 2001) stellt eine gekürzte Fassung des
BOMAT – advanced – aus dem Jahre 1999 dar. Jede der
28 Aufgaben setzt sich aus einer 15 Felder-Matrize zusammen,
bei der ein Feld ausgespart ist. Im Auswahlprozess
besteht die Aufgabe der Bewerberinnen und Bewerber
darin, das freie Feld entsprechend des logischen Prinzips
der restlichen 14 Felder zu ergänzen. Dafür stehen
den Bewerbern sechs Antwortmöglichkeiten zur Auswahl,
wovon lediglich eine korrekt ist. Da der BOMAT eindimensional
das abstrakt-logische Denkvermögen erfassen soll,
liegen keine Subtests vor.
3.1.2 Berufsbezogener Matrizentest
Der berufsbezogene Matrizentest (BBM) wurde ausschließlich
zu Forschungszwecken konstruiert und soll wie sein
Pendant, der BOMAT, eindimensional das abstraktlogische
Denkvermögen messen. Der BBM besteht aus 22
Items, die nach dem Aufgabenformat des BOMAT best-
Misst gut, ist gut?
möglich adaptiert worden sind und einen Vergleich der
beiden Matrizenformate ermöglichen sollen.
3.1.3 Intelligenz-Struktur-Test 2000R
Zur Überprüfung der konvergenten Validität des BBM und
BOMAT wurden zusätzlich die Subtests Matrizen, Analogie
und Zahlenreihe aus dem IST-2000R (Liepmann, Beauducel,
Brocke & Amthauer, 2007) eingesetzt. Die Subtests
setzen sich jeweils aus 20 Aufgaben zusammen und erfassen
figural-räumliche, verbale bzw. numerische Intelligenzfacetten.
3.1.4 NEO-Fünf-Faktoren-Inventar
Zur Überprüfung der divergenten Validität des BBM und
BOMAT wurde die neu normierte und vollständig überarbeitete
Version des NEO-FFI (Borkenau & Ostendorf,
2008) eingesetzt. Dieses Persönlichkeitsinventar erfasst
mit jeweils 12 Items die fünf Dimensionen Neurotizismus,
Extraversion, Offenheit für Erfahrungen, Verträglichkeit
und Gewissenhaftigkeit. Die Beantwortung erfolgt auf
einer 5-fach abgestuften Likert-Skala, die von starke Ablehnung
bis starke Zustimmung reicht.
3.1.5 Erfolgsindikatoren
Zur Überprüfung der retrospektiven Kriteriumsvalidität
wurden die Abiturgesamtnote sowie die Bachelor- bzw.
Vordiplomgesamtnote als Erfolgsindikatoren herangezogen.
3.1.6 Akzeptanzmessung
Zur Akzeptanzüberprüfung sollten die Probanden nach
dem Bearbeiten des BBM und BOMAT ein Item auf einer
5-stufigen Skala (1 = sehr berufsnah bis 5 = wenig berufsnah)
zur beruflichen Augenscheinvalidität nach Smither
et al. (1993) einschätzen. Ebenso wurde der multidimensionale
Fragebogen AKZEPT!-L (Kersting, 2008) eingesetzt,
der die vier Aspekte Augenscheinvalidität, Kontrollierbarkeit,
Messqualität und Belastungsfreiheit mit
jeweils vier Items auf einer 6-fach abgestuften Likert-
Skala (trifft nicht zu bis trifft genau zu) erfasst.
3.1.7 Sozio-demografische Variablen
Es wurden sozio-demografische Variablen (Alter, Geschlecht,
Deutsch als Muttersprache, Universität, Studium)
erhoben, die zur Stichprobenbeschreibung sowie im
Rahmen der Akzeptanzprüfung als Kontrollvariablen verwendet
wurden.
3.2 Untersuchungsvorgehen
Die Studie wurde als Onlinebefragung konzipiert, mit der
Unipark Software (http://www.unipark.info) erstellt und
entsprechend gängiger Empfehlungen für Onlinestudien
umgesetzt, indem bspw. rechtliche Hinweise zur Datenspeicherung
gegeben wurden (Birnbaum, 2004; Kraut,
Olson, Banaji, Bruckman, Cohen & Couper, 2004). Die
Teilnahme war freiwillig und bestand aus vier Modulen, die
separat angewählt werden konnten. Alle Teilnehmerinnen
und Teilnehmer mussten mit dem ersten Modul beginnen,
in welchem sozio-demografische Daten und ein Zuordnungscode
generiert sowie allgemeine Instruktionen und
Informationen zur Testbearbeitung/-teilnahme dargestellt
wurden. Zusätzlich musste in diesem Modul der BBM be-
24

arbeitet sowie dessen Akzeptanz eingeschätzt werden.
Das Modul 2 umfasste die drei Subtests des IST-2000R.
Im dritten Modul wurde der NEO-FFI erhoben, im vierten
Modul wurde der BOMAT durchgeführt und dessen Akzeptanz
von den Probanden bewertet. Um einen gemeinsamen
beruflichen Kontext für die Bewertung der Aufgaben
herzustellen, erhielten die Teilnehmer vor der Bearbeitung
der zwei Matrizenaufgaben (BBM und BOMAT) die Instruktion,
sich vorzustellen, in einem Unternehmen aus der
Automobil-Branche als Fachreferent ihres jeweiligen Studienganges
beschäftigt zu sein. Die Teilnehmer konnten
nach dem ersten Modul frei bestimmen, welche und in
welcher Reihenfolge sie die restlichen Module bearbeiten
wollten. Auf eine Randomisierung der Module 2 bis 4 wurde
verzichtet, da die Bearbeitungszeiten der Module stark
differierten und den Probanden durch die individuelle
Modulwahl eine flexible Durchführung ermöglicht wurde.
Als Anreiz zur Teilnahme erhielten die Befragten eine
individuelle Ergebnisrückmeldung sowie die Möglichkeit,
an einer Verlosung von 20 Gutscheinen teilzunehmen.
Psychologiestudierenden wurden entsprechende Versuchspersonenstunden
angerechnet.
3.3 Stichprobe
Die Stichprobe setzt sich aus 360 Studierenden verschiedener
Studiengänge und Universitäten zusammen. Es
nahmen insgesamt 176 Psychologiestudierende und 184
Studierende anderer Studiengänge (Sozial- und Erziehungswissenschaften
(n = 80), Informationsmanagement
(n = 29), Rechts- und Wirtschaftswissenschaften (n =
33), weitere Studiengänge (n = 42)) an der Studie teil.
Im Durchschnitt waren die Teilnehmerinnen und Teilnehmer
24.78 Jahre alt (SD = 6.50). In der Stichprobe waren
zu 82% Frauen vertreten. Alle 360 Probanden bearbeiteten
das erste Modul vollständig mit einer durchschnittlichen
Bearbeitungszeit von 53 Minuten. Zur Bestimmung
der Retest-Reliabilität des BBM bearbeiteten 20 Personen
den Test nach ca. drei Monaten ein zweites Mal. Modul 2
wurde von 233 Personen (M = 48 min) und Modul 3 von
229 Personen (M = 16 min) absolviert. Das vierte Modul
hatte die höchste Abbrecherquote und wurde noch von 75
Probanden (M = 83 min) durchgeführt.
4 Ergebnisse
Da die Datenerhebung computergestützt stattfand, wurde
die Auswertungsobjektivität als gegeben angesehen und
auf eine Quantifizierung verzichtet (Shrout & Fleiss, 1979;
Wirtz & Caspar, 2002).
4.1 Itemkennwerte und Reliabilität
Der BBM erwies sich in der vorliegenden Studie als hinreichend
schwierig, trennscharf und reliabel. Die Schwierigkeitsindizes
variierten von .09 bis .88 (M = 0.44, SD =
0.42) und deckten somit unterschiedliche Schwierigkeitsbereiche
ab. Die Trennschärfen lagen nach part-whole
Korrektur zwischen .05 und .52 (M = 0.26, SD = 0.17).
Drei Items erwiesen sich mit Trennschärfen < .10 als
wenig zwischen den Probanden differenzierend. Der BBM
bestand aus 22 Items und erzielte für die Gesamtstichprobe
eine zufriedenstellende interne Konsistenz mit ei-
Nils Benit & Renate Soellner
nem Cronbachs α = .71. Die Retestreliabilität betrug in
einer Teilstichprobe (n = 20) rtt = .79.
Die Itemkennwerte und Reliabilität des BOMAT bewegten
sich in einem ähnlichen Bereich. So streuten die
Itemschwierigkeiten von .23 bis .85 (M = 0.60, SD =
0.44) bzw. die korrigierten Trennschärfen von .09 bis .64
(M = 0.28, SD = 0.19) bei einer internen Konsistenz von
Cronbachs α = .75 bei 28 Items.
4.2 Kriteriumsvalidität
Der BBM korrelierte mit dem retrospektiven Kriterium
Abiturgesamtnote moderat (r = -.43, p < .01, n = 232).
Für eine Teilstichprobe (n = 93) lagen auch Daten zu dem
Kriterium Bachelor- bzw. Vordiplomgesamtnote vor. Die
Korrelation mit dem BBM lag hierbei etwas niedriger als
für die Abiturgesamtnote. Der Zusammenhang erwies sich
mit r = -.39 (p < .01) als statistisch signifikant. Die Korrelationen
zwischen BOMAT und Abiturgesamtnote (r = -.45,
p < .01, n = 66) sowie Bachelor- bzw. Vordiplomgesamtnote
(r = -.41, p < .05, n = 28) waren in Richtung und
Höhe vergleichbar.
4.3 Konstruktvalidität
Zur Prüfung der konvergenten und diskriminanten Validität
wurde der BBM mit unterschiedlichen Konstrukten
korrelativ in Beziehung gesetzt (vgl. Tabelle 1). Die Korrelation
zwischen dem BBM und seinem Pendant BOMAT von
r = .75 (p < .01) deutet darauf hin, dass beide Testverfahren
substanziell dasselbe Intelligenzkonstrukt erfassten.
Ebenso weisen die statistisch signifikanten Korrelationen
mit den Subtests Matrizen (r = .51, p < .01), Analogie
(r = .41, p < .01) und Zahlenreihe (r = .44, p < .01)
des IST 2000-R auf eine konvergente Validität des BBM
hin. Hinweise auf Divergenz leisten die geringen Korrelationen
des BBM mit den Big Five. Lediglich Offenheit (r =
.20, p < .05) und Gewissenhaftigkeit (r = .31, p < .01)
korrelieren mit dem BBM statistisch bedeutsam. Auch der
BOMAT korreliert moderat mit den Subtests des IST-
2000R (r = .36 bis r = .41; jeweils p < .01) und lediglich
mit einer Dimension aus dem NEO-FFI signifikant (Offenheit:
r = .31, p < .05).
4.4 Soziale Akzeptanz
64 Probanden, die sowohl den BBM als auch den BOMAT
bearbeitet und deren Akzeptanz mittels des single-items
nach Smither et al. (1993) eingeschätzt haben, bewerteten
den BBM mit MBBM = 2.66 (SD = 1.35) als berufsnäher
im Vergleich zum BOMAT (MBOMAT = 3.33, SD = 0.94;
t(63) = -4.45, p < .01). Einen detaillierteren Einblick in
die Akzeptanzbewertung ermöglichten die Ergebnisse des
AKZEPT!-L, deren Mittelwerte, Standardabweichungen und
Reliabilitäten sowie Korrelationen mit den Testergebnissen
in Tabelle 2 aufgeführt sind. Damit der BBM als akzeptierter
gelten kann, sollte er im Vergleich zum BOMAT signifikant
höher hinsichtlich der Augenscheinvalidität und vergleichbar
hinsichtlich der Kontrollierbarkeit, Messqualität
und Belastungsfreiheit bewertet werden.
25

Tabelle 1: Mittelwerte, Standardabweichungen und Korrelationen
für BBM, BOMAT und den zur Validierung eingesetzten
Instrumenten & Variablen
BBM BOMAT
M (SD) r(BBM) N r(BOMAT) N
BBM 11.13 (3.40) 1 360 .75** 75
BOMAT 14.38 (5.38) .75** 66 1 75
Abiturgesamtnote
2.3 (0.57) -.43** 232 -.45** 67
Bachelorgesamtnote
1.86 (0.71) -.39** 94 -.41** 28
IST-2000R
Matrize 14.70 (2.86) .51** 233 .36** 66
Analogie 11.53 (3.05) .41** 233 .38** 66
Zahlenreihe 17.18 (3.32) .44** 233 .41** 66
NEO-FFI
Neurotizismus
1.87 (0.67) -.05 229 -.01 66
Extraversion 2.33 (0.49) -.04 229 .04 66
Offenheit 2.53 (0.40) .20* 229 .31* 66
Verträglichkeit
2.68 (0.47) -.05 229 .07 66
Gewissenhaftigkeit
3.02 (0.55) .31** 229 .03 66
Anmerkung. * p ≤ .05 (zweiseitig), ** p ≤ .01 (zweiseitig)
Hinsichtlich der Dimension Augenscheinvalidität des AK-
ZEPT!-L konnten signifikante Unterschiede zugunsten des
BBM (MBBM = 3.68, SD = 0.75; MBOMAT = 2.54, SD = 0.84;
t(49) = -8.83, p < .01) gefunden werden. Für beide Verfahren
ließen sich darüber hinaus signifikante Korrelationen
zwischen dem Testergebnis und der eingeschätzten
Augenscheinvalidität des AKZEPT!-L finden (rBBM = .58, p
< .01; rBOMAT = .40, p < .01). BBM und BOMAT unterschieden
sich nicht statistisch bedeutsam in Hinsicht auf
die Dimensionen Kontrollierbarkeit (MBBM = 5.00, SD =
1.03; MBOMAT = 4.91, SD = 1.11; t(49) = -.87, p = .39),
Messqualität (MBBM = 3.45, SD = 0.85; MBOMAT = 3.39, SD
= 0.81; t(49) = -.39, p = .69) und Belastungsfreiheit
(MBBM = 3.44, SD = 1.12; MBOMAT = 3.41, SD = 1.23; t(49)
= -.29, p = .77). Die Reliabilitäten der Skalen des AK-
ZEPT!-L bewegten sich in einem mittleren Bereich (.65 ≤
α ≤ .87), was auf die geringe und somit ökonomische
Itemanzahl (4 Items pro Skala) zurückzuführen sein kann.
Zur Überprüfung der Testfairness wurden die Testwerte
sowohl für den BBM als auch für den BOMAT hinsichtlich
der Kontrollvariablen Geschlecht, Alter und Muttersprache
überprüft. Es ergaben sich weder für das Geschlecht (BO-
MAT: t(48) = 0.31, p < .65; BBM: t(48) = 1.34, p < .46)
Misst gut, ist gut?
noch für die Muttersprache (BOMAT: t(48) = 0.60, p <
.55; BBM: t(48) = -.38, p < .79) signifikante Mittelwertsunterschiede.
Auch zwischen dem Alter und den beiden
Testwerten wurden keine bedeutsamen Zusammenhänge
(rBOMAT = -.05; p = n.s.; rBBM = .01; p = n.s.) gefunden.
5 Diskussion
Tabelle 2: Akzeptanzeinschätzung für BBM und BOMAT mittels AKZEPT-L! (nach Kersting, 2008), n = 50
Akzeptanzdimensionen
In der vorliegenden Studie wurde der BOMAT, ein nachweislich
valider (Hossiep et al., 2004), aber eher abstrakter
Matrizentest mit dem berufsbezogen gestalteten BBM
unter besonderer Berücksichtigung des Aspekts der Akzeptanz
kontrastiert. Ziel war es zu überprüfen, ob die
Akzeptanz eines Matrizentests allein durch eine kontext-
bzw. berufsbezogene Symbolgestaltung erhöht werden
kann. Darüber hinaus sollte geprüft werden, ob eine akzeptanzfördernde
Gestaltung nicht zulasten der psychometrischen
Güte geht. Nur wenn ein berufsbezogen gestalteter
Intelligenztest auch reliabel und valide misst,
erscheint es lohnenswert, über seinen Einsatz im Vergleich
zu abstrakt gestalteten Tests nachzudenken. „Es kommt
nicht allein darauf an, dass die Verfahren bei den Teilnehmern
gut ankommen, sondern es kommt darauf an,
dass diagnostische Verfahren valide sind und zusätzlich
gut ankommen“ (Kersting, 2008, S. 432).
Sowohl der BOMAT als auch der BBM erwiesen sich in der
vorliegenden Stichprobe als hinreichend reliabel sowie
trennscharf und deckten unterschiedliche Schwierigkeitsbereiche
ab. Schwierigkeits- und Trennschärfeindizes des
BBM entsprachen annähernd denen des BOMAT (Hossiep
et al., 2001). Trotz geringerer Itemanzahl des BBM bewegte
sich die Reliabilität beider Matrizentests in einem
vergleichbaren Bereich (vgl. Bortz, 2005; Osburn, 2000),
wobei die niedrigere Anzahl an Items des BBM zusätzlich
dem Nebengütekriterium der Ökonomie entgegen kommt.
Die Befunde zur Kriteriumsvalidität für den BBM weisen
auf eine akzeptable Güte sowohl für das Kriterium Abiturgesamtnote
als auch für die Bachelor- bzw. Vordiplomgesamtnote
hin, die den retrospektiven Validitäten des BO-
MAT entsprachen. Die Koeffizienten beider Verfahren
bewegten sich in einem ähnlichen Bereich wie die Ergebnisse
von Hülsheger et al. (2006) und unterstreichen die
Güte von Intelligenztests zur Vorhersage von Ausbildungserfolg
in Deutschland.
BBM BOMAT BBM vs. BOMAT
M SD α M SD α t-Wert
Kontrollierbarkeit 5.00 1.03 .74 4.91 1.11 .77 t(49) = -0.87
Messqualität 3.45 0.85 .67 3.39 0.81 .68 t(49) = -0.39
Augenscheinvalidität 3.68 0.75 .65 2.54 0.84 .77 t(49) =-8.83**
Belastungsfreiheit 3.44 1.12 .84 3.41 1.23 .87 t(49) = -0.29
Anmerkung. * p ≤ .05 (zweiseitig), ** p ≤ .01 (zweiseitig), t-Test für unabhängige Stichproben.
26

Die Korrelationen des BOMAT und des BBM mit den Skalen
des NEO-FFI (Borkenau & Ostendorf, 2008) weisen auf
eine divergente Validität hin, was einen weiteren Hinweis
für Konstruktvalidität darstellt. Die signifikanten Korrelationen
mit den Persönlichkeitsskalen Offenheit für neue
Erfahrung und Gewissenhaftigkeit lassen sich dahin gehend
interpretieren, dass Personen mit höheren Ausprägungen
in diesen Dimensionen die Testaufgaben mit mehr
Sorgfalt, Aufrichtigkeit sowie Interesse bearbeitet haben
und dementsprechend höhere Leistungen erbrachten. Die
Ergebnisse stehen mit bisherigen Befunden im Einklang,
die positive Zusammenhänge einerseits zwischen der
Testmotivation und den NEO-FFI Skalen Offenheit für
neue Erfahrung und Gewissenhaftigkeit (Hunthausen et
al., 2003) sowie andererseits zwischen Testmotivation und
Intelligenz (Chan et al., 1997) unterstreichen. Bis hierhin
kann für den BBM attestiert werden, dass er hinsichtlich
der psychometrischen Güte als reliabel und valide einzustufen
ist, also gut misst.
Für den BBM konnte eine aus Probandensicht hohe berufliche
Augenscheinvalidität bestätigt werden. Die Testgestaltung
beeinflusste in dieser Stichprobe die Akzeptanzeinschätzung
zugunsten des BBM mit berufsbezogenen
Symbolen im Vergleich zum BOMAT. Aus Probandensicht
scheint die berufsbezogene Testgestaltung (BBM) die
Augenscheinvalidität zu erhöhen und gleichzeitig wird der
Test wie der BOMAT als kontrollierbar, belastungsfrei und
messgenau empfunden. Der BBM misst also gut und ist
gut bzw. sogar besser akzeptiert hinsichtlich der beruflichen
Augenscheinvalidität.
Um den Gültigkeitsanspruch der Befunde zu erweitern,
sollte eine Validierung von BOMAT und BBM in einem
randomisierten Design/Setting an einer berufstätigen
Bewerberstichprobe realisiert werden. Dieses Vorhaben
erscheint unter zweierlei Aspekten lohnenswert. Einerseits
würde die Akzeptanzeinschätzung aus der Perspektive von
Bewerbern unter Realbedingungen die Aussagekraft der
Ergebnisse erhöhen, da bislang lediglich Studierende untersucht
worden sind und die Generalisierbarkeit von
Akzeptanzuntersuchungen eignungsdiagnostischer Instrumente,
in der ausschließlich oder überwiegend Studierende
befragt wurden, angezweifelt werden kann (vgl.
Kersting, 1998). Andererseits fehlt in dieser Studie die
Validierung an einem prospektiven beruflichen Erfolgskriterium.
Denn gerade die prognostische Validität von Intelligenztests
bei relativ kurzer Durchführungszeit macht
dieses eignungsdiagnostische Verfahren für die Praxis so
attraktiv. Es ist aber bereits eine Folgestudie in Kooperation
mit einem deutschen Industrieunternehmen geplant, in
welcher der BBM explizit mit den firmenspezifischen Symbolen
des kooperierenden Unternehmens getestet werden
soll. Ein weiterer Aspekt, den es in Folgeuntersuchungen
zu optimieren gilt, liegt in der Versuchsplanung. Die online-basierte
Testung mit dem hinsichtlich Modul 2-4 frei
wählbaren Umfang ermöglichte zwar eine ökonomische
und probandenfreundliche Erhebung, jedoch variierten die
Stichprobenumfänge der einzelnen Module stark. Dieses
kann ein Hinweis dafür sein, dass einer Vielzahl der Probanden
eine individuelle Ergebnisrückmeldung über die
Module 1 bis 3 (BBM, IST-2000R, NEO-FFI) ausreichte und
eine weitere Testung ihrer kognitiven Leistungsfähigkeit
(BOMAT) in Modul 4 redundant erschien. Die Probanden,
Nils Benit & Renate Soellner
die alle Module vollständig bearbeitet haben, stellen möglicherweise
eine Positivselektion hinsichtlich bestimmter
Eigenschaften wie überdurchschnittliche Testmotivation
oder Leistungsfähigkeit dar. Da studentische Stichproben
jedoch grundsätzlich im oberen Fähigkeitsbereich anzusiedeln
sind, sollten mögliche auf die Leistungsfähigkeit zurückzuführende
Verzerrungen gering ausgefallen sein.
Hinsichtlich der Akzeptanzmessung bleibt festzuhalten,
dass durch das mehrdimensionale Instrument AKZEPT!-L
(Kersting, 2008) eine differenzierte Bewertung der Akzeptanz
im Vergleich zum verwendeten single-item zur berufsbezogenen
Augenscheinvalidität nach Smither et al.
(1993) möglich wurde. Es scheint eine lohnenswerte Aufgabe
der Wissenschaft zu sein, sich über bestehende
(wissenschaftlich fundierte) Inventare zur Akzeptanzmessung
zu verständigen, so dass zukünftig eine einheitlichere
und vergleichbare Akzeptanzforschung stattfinden
kann.
Bis hierhin kann konstatiert werden, dass der BBM ein
zeitökonomisches, psychometrisch valides und sozial akzeptiertes
Testverfahren darstellt. Anliegen dieser Studie
war es zu untersuchen, ob psychologische Testverfahren
durch einfache Modifikationen an Augenscheinvalidität
gewinnen und so möglicherweise vermehrt Zugang in die
Unternehmenspraxis erfahren können. Wenn wissenschaftlich
fundierte Instrumente wie der BOMAT aus Akzeptanzgründen
nicht den Weg in die Praxis finden, stellt
die Konstruktion von berufsbezogenen Tests mit kontext-
oder branchenspezifischen Symbolen einen lohnenswerten
Lösungsweg dar. Eine akzeptanzförderliche Testgestaltung
macht jedoch keinesfalls eine theoriegeleitete sowie methodisch
bzw. testtheoretisch fundierte Testkonstruktion
und abschließende Evaluation entbehrlich. Insbesondere
für Intelligenztests anderer Formate (z.B.: IST-2000R)
sollte ein eindeutig erkennbarer Bezug zu den Arbeitsanforderungen
eines Arbeitsplatzes zur Akzeptanzerhöhung -
wie von der DIN 33430 gefordert (Deutsches Institut für
Normung e. V., 2002) - beitragen. Ein Beispiel für eine
Kombination aus Arbeitsprobe und Testverfahren zur
Erfassung der berufsbezogenen Intelligenz für büro- und
kaufmännische Tätigkeiten stellt der AZUBI-BK (Görlich &
Schuler, 2010) dar, der empirisch nachweislich gut misst
und aus Sicht der Bewerber auch gut ist. Damit schlussendlich
Intelligenztests auch in deutschen Unternehmen
vermehrt Einzug in die Eignungsdiagnostik finden, sollte
neben einem stärkeren Austausch zwischen Praxis und
Wissenschaft auch die Konstruktion von validen, berufs-
und anforderungsbezogenen Intelligenztest Aufgabe zukünftiger
Forschung sein.
6 Danksagung
Wir bedanken uns herzlichst bei den Testautoren des
BOMAT, Rüdiger Hossiep und Michele Leidorf (ehemals
Hasella), sowie dem Cheflektor des Hogrefe Verlags, Jörg
Hampe, für die freundliche und unkomplizierte Unterstützung
unseres Forschungsvorhabens.
27

7 Literaturverzeichnis
Ackerman, P. L. (1994). Intelligence, attention, and learning:
Maximal and typical performance. In D. K. Detterman
(Ed.). Theories of Intelligence (Current Topics in
Human Intelligence, Vol. 4, pp. 1–27). Norwood: Ablex
Publishing Corporation.
Anderson, N. (2004). Editorial – The Dark Side of the
Moon: Applicant perspectives, negative psychological
effects (NPEs), and candidate decision making in selection.
International Journal of Selection and Assessment,
12, 1–8.
Anderson, N. (2011). Perceived job discrimination: Toward
a model of applicant propensity to case initiation in
selection. International Journal of Selection and Assessment,
19, 229-244.
Anderson, N. & Witvliet, C. (2008). Fairness Reactions to
Personnel Selection Methods: An international comparison
between the Netherlands, the United States,
France, Spain, Portugal, and Singapore. International
Journal of Selection and Assessment, 16, 1–13.
Bing, M. N., Whanger, J. C., Davison, H. K. & Van Hook, J.
B. (2004). Incremental Validity of the Frame-of-
Reference Effect in Personality Scale Scores: A Replication
and Extension. Journal of Applied Psychology, 89,
150–157.
Birnbaum, M. H. (2004). Human Research and Data Collection
via the Internet. Annual Review of Psychology,
55, 803-832.
Borkenau, P. & Ostendorf, F. (Hrsg.) (2008). NEO-Fünf-
Faktoren Inventar nach Costa und McCrae (NEO-FFI) (2.
Aufl.). Göttingen: Hogrefe.
Borman, W. C., Penner, L. A., Allen, T. D. & Motowidlo, S.
J. (2001). Personality Predictors of Citizenship Performance.
International Journal of Selection and Assessment,
9, 52-69.
Bortz, J. (2005). Statistik für Human- und Sozialwissenschaftler
(6. Aufl.). Wien: Springer.
Chan, D., Schmitt, N., DeShon, R. P., Clause, C. S. &
Delbridge, K. (1997). Reactions to cognitive ability
tests: The relationships between race, test performance,
face validity perceptions, and test-taking motivation.
Journal of Applied Psychology, 82, 300-310.
Deutsches Institut für Normung e. V. (Hrsg.) (2002). DIN
33430: Anforderungen an Verfahren und deren Einsatz
bei berufsbezogenen Eignungsbeurteilungen. Berlin:
Beuth.
Eleftheriou, A. & Robertson, I. (1999). A Survey of Management
Selection Practices in Greece. International
Journal of Selection and Assessment, 7, 203-208.
Gilliland, S. W. (1993). The Perceived Fairness of Selection
Systems: An Organizational Justice Perspective.
The Academy of Management Review, 18, 694-734.
Göhs, N. & Dick, J. (2001). Testverfahren bei der Personalauswahl
- Qualitätssuche im intransparenten Markt.
Personal - Zeitschrift für Human Resource Management,
53, 46-48.
Misst gut, ist gut?
Görlich, Y. & Schuler H. (2010). Arbeitsprobe zur berufsbezogenen
Intelligenz - Technische und handwerkliche
Tätigkeiten (AZUBI-TH) (2. Auflage). Göttingen: Hogrefe.
Hausknecht, J. P., Day, D. V. & Thomas, S. C. (2004).
Applicant Reactions to Selection Procedures: An Updated
Model and Meta-Analysis. Personnel Psychology, 57,
639-683.
Hell, B. (2003). Kognitive Leistungsfähigkeit in der
Berufsdiagnostik: Forschungsüberblick und Entwicklung
eines neuen Instruments zur Erfassung Schlussfolgernden
und Kreativen Denkens. Berlin: dissertation.de.
Hell, B., Boramir, I., Schaar, H. & Schuler, H. (2006).
Interne Personalauswahl und Personalentwicklung in
deutschen Unternehmen. Wirtschaftspsychologie, 8, 2-
22.
Hossiep, R., Turck, D. & Hasella, M. (Hrsg.) (2001). Bochumer
Matrizentest - advanced - short version (BOMAT
- A). Göttingen: Hogrefe.
Hossiep, R., Turck, D. & Hasella, M. (2004). Bochumer
Matrizentest - advanced - short version (BOMAT-A). In
W. Sarges & H. Wottawa (Hrsg.). Handbuch wirtschaftspsychologischer
Testverfahren. Band I: Personalpsychologische
Instrumente (2. Aufl., S. 167–172). Lengerich:
Pabst Science Publishers.
Hülsheger , U. R. & Anderson, N. (2009). Applicant perspectives
in selection: Going beyond preference reactions.
International Journal of Selection and Assessment,
17, 335-345.
Hülsheger, U. R. & Maier, G. W. (2008). Persönlichkeitseigenschaften,
Intelligenz und Erfolg im Beruf: Eine Bestandsaufnahme
internationaler und nationaler Forschung.
Psychologische Rundschau, 59, 108-122.
Hülsheger, U. R., Maier, G. W., Stumpp, T. & Muck, P. M.
(2006). Vergleich kriteriumsbezogener Validitäten verschiedener
Intelligenztests zur Vorhersage von Ausbildungserfolg
in Deutschland. Zeitschrift für Personalpsychologie,
5, 145-162.
Hunthausen, J. M., Truxillo, D. M., Bauer, T. N., & Hammer,
L. B. (2003). A field study of frame-of-reference
effects on personality test validity. Journal of Applied
Psychology, 88, 545–551.
Hunter, J. E. & Hunter, R. F. (1984). Validity and utility of
alternative predictors of job performance. Psychological
Bulletin, 96, 340-362.
Kersting, M. (1998). Differentielle Aspekte der sozialen
Akzeptanz von Intelligenztests und Problemlöseszenarien
als Personalauswahlverfahren. Zeitschrift für Arbeits-
und Organisationspsychologie, 42, 61-75.
Kersting, M. (2006). Zur Beurteilung der Qualität von
Tests: Resümee und Neubeginn. Psychologische Rundschau,
57, 243-253.
Kersting, M. (2008). Zur Akzeptanz von Intelligenz- und
Leistungstests. Report Psychologie, 33, 420-433.
König, C. J., Klehe, U.-C., Berchtold, M. & Kleinmann, M.
(2010). Reasons for being selective when choosing per-
28

sonnel selection procedures. International Journal of Selection
and Assessment, 18, 17-27.
Kramer, J. (2009). Allgemeine Intelligenz und beruflicher
Erfolg in Deutschland: Vertiefende und weiterführende
Metaanalysen. Psychologische Rundschau, 60, 82-98.
Kraut, R., Olson, J., Banaji, M., Bruckman, A., Cohen, J. &
Couper, M. (2004). Psychological Research Online: Report
of Board of Scientific Affairs' Advisory Group on the
Conduct of Research on the Internet. American Psychologist,
59, 105-117.
Krumm, S., Hüffmeier, J., Dietz, F., Findeisen, A. & Dries,
C. (2011). Towards Positive Test Takers’ Reactions to
Cognitive Ability Assessments: Development and Initial
Validation of the Reasoning Ability at Work Test. Journal
of Business and Media Psychology, 2, 11-18.
Liepmann, D., Beauducel, A., Brocke, B. & Amthauer, R.
(Hrsg.) (2007). Intelligenz-Struktur-Test 2000 R (I-S-T
2000 R) (2. Aufl.). Göttingen: Hogrefe.
Lievens, F., De Corte, W. & Schollaert, E. (2008). A closer
look at the frame-of-reference effect in personality scale
scores and validity. Journal of Applied Psychology, 93,
268-279.
Osburn, H. G. (2000). Coefficient Alpha and Related Internal
Consistency Reliability Coefficients. Psychological
Methods, 5, 343-355.
Ostapczuk, M., Musch, J. & Lieberei, W. (2011). Der „Analytische
Test": Validierung eines neuen eignungsdiagnostischen
Instruments zur Erfassung von schlussfolgerndem
Denken (AT). Zeitschrift für Arbeits- und Organisationspsychologie,
55, 1-16.
Ryan, A. M. & Huth, M. (2008). Not Much More than Platitudes?
A critical look at the utility of applicant reactions
research. Human Resource Management Review, 18,
119–132.
Ryan, A. M., McFarland, L., Baron, H. & Page, R. (1999).
An international look at selection practices: Nation and
culture as explanations for validity in practice. Personnel
Psychology, 52, 359-392.
Ryan, A. M. & Ployhart, R. E. (2000). Applicants’ Perceptions
of Selection Procedures and Decisions: A Critical
Review and Agenda for the Future. Journal of Management,
26, 565-606.
Sackmann, S. & Elbe, M. (2000). Tendenzen und Ergebnisse
empirischer Personalforschung der 90er Jahre in
West-Deutschland. Zeitschrift für Personalforschung, 14,
131-157.
Salgado, J. F. & Anderson, N. (2003). Validity generalization
of GMA tests across countries in the European
Community. European Journal of Work and Organizational
Psychology, 12, 1-17.
Salgado, J. F., Anderson, N., Moscoso, S., Bertua, C. & de
Fruyt, F. (2003). International validity generalization of
GMA and cognitive abilities: A european community meta-analysis.
Personnel Psychology, 56, 573-605.
Sarges, W. & Wottawa, H. (Hrsg.). (2004). Handbuch
wirtschaftspsychologischer Testverfahren: Band I: Per-
Nils Benit & Renate Soellner
sonalpsychologische Instrumente (2. Aufl.). Lengerich:
Pabst Science Publishers.
Schmidt, F. L. & Hunter, J. E. (1998). The validity and
utility of selection methods in personnel psychology:
Practical and theoretical implications of 85 years of research
findings. Psychological Bulletin, 124, 262-274.
Schmit, M. J., Ryan, A. M., Stierwalt, S. L. & Powell, A. B.
(1995). Frame-of-reference effects on personality scale
scores and criterion-related validity. Journal of Applied
Psychology, 80, 607–620.
Schuler, H. (1990). Personalauswahl aus der Sicht der
Bewerber: Zum Erleben eignungsdiagnostischer Situationen.
Zeitschrift für Arbeits- und Organisationspsychologie,
34, 184-191.
Schuler, H. (2000). Psychologische Personalauswahl:
Einführung in die Eignungsdiagnostik (3. Aufl.). Göttingen:
Verlag für Angewandte Psychologie.
Schuler, H., Frier, D. & Kauffmann, M. (Hrsg.) (1993).
Personalauswahl im europäischen Vergleich (Beiträge
zur Organisationspsychologie, Bd. 13). Göttingen: Verlag
für Angewandte Psychologie.
Schuler, H., Hell, B., Trapmann, S., Schaar, H. & Boramir,
I. (2007). Die Nutzung psychologischer Verfahren der
externen Personalauswahl in deutschen Unternehmen.
Ein Vergleich über 20 Jahre. Zeitschrift für Personalpsychologie,
6, 60-70.
Schuler, H. & Stehle, W. (1983). Neue Entwicklungen des
Assessment-Center-Ansatzes beurteilt unter dem Aspekt
der sozialen Validität. Zeitschrift für Arbeits- und Organisationspsychologie,
27, 33-44.
Shrout, P. E. & Fleiss, J. L. (1979). Intraclass correlations:
Uses in assessing rater reliability. Psychological Bulletin,
86, 420-428.
Smither, J. W., Reilly, R. R., Millsap, R. E., Pearlman, K. &
Stoffey, R. W. (1993). Applicant Reactions to Selection
Procedures. Personnel Psychology, 46, 49-76.
Spearman, C. (1904). "General Intelligence”, Objectively
Determined and Measured. The American Journal of
Psychology, 15, 201-292.
Steiner, D. D. & Gilliland, S. W. (1996). Fairness reactions
to personnel selection techniques in France and the
United States. Journal of Applied Psychology, 81, 134-
141.
Wirtz, M. A. & Caspar, F. (2002). Beurteilerübereinstimmung
und Beurteilerreliabilität: Methoden zur Bestimmung
und Verbesserung der Zuverlässigkeit von Einschätzungen
mittels Kategoriensystemen und Ratingskalen.
Göttingen: Hogrefe.
Korrespondenzadresse:
MSc Psych., Nils Benit
University of Hildesheim
Department of Psychology
Marienburger Platz 22
D – 31141 Hildesheim
GERMANY
nils.benit@uni-hildesheim.de
29